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论文关键词：金融产业成长，经济增长，Granger因果关系检验，协整检验
一、引言
随着西方经济增长与金融发展理论的引入，金融发展与经济增长的关系已成为我国当代经济学界的一个重要研究领域,厘清两者之间的关系对于加快我国经济发展具有重要的政策意义。我国学者利用国内数据对两者之间的关系进行的大量实证研究，由于方法和指标体系的不同，研究结论各有差异。全国层面谈儒勇(1999)利用普通最小二乘法发现我国金融中介发展与经济增长显著正相关；王志强和孙刚(2003)采用带有控制变量的向量误差修正模型和Granger因果检验方法，发现1990年以来我国金融发展与经济增长之间存在着显著的双向因果关系。区域层面周立、王子明的研究表明：中国各地区的金融发展与经济增长都密切相关, 促进金融发展有利于经济的长期增长；冉光和、李敬等分别对我国东部和西部金融发展与经济增长的长期关系和短期关系进行了比较研究后认为:西部地区金融发展与经济增长之间具有金融发展引导经济增长的单向长期因果关系, 而无明显的短期因果关系，东部地区金融发展与经济增长之间具有明显的双向长期因果关系和双向短期因果关系。此外张兵、胡俊伟( 2003)、孙涌( 2003)、胡金焱、朱明星( 2005) 分别对江苏、贵州和山东三省的金融发展和经济增长的关系进行了实证分析。目前，国内理论界关于金融发展与经济增长关系的实证分析很多论文网，但是大部分是对我国的整体情况做分析，对于省际情况的研究较少。我国是一个具有区域性特点的大国,经济在地域间的发展是不平衡的,金融发展的差异也很大, 因此研究一个区域金融发展与经济增长的关系对于该区域的经济发展更具有指导意义。基于这一认识，本文对重庆市金融发展与经济增长之间的关系进行了实证研究。
二、变量选择、分析方法与数据说明
根据数据的可收集性和经济政策的连续性，论文选取了两组指标: 一是反映经济增长的指标，二是反映金融发展状况的指标。（一）经济增长指标。通常一国或一地区综合经济发展水平用国内生产总值(GDP)来衡量，考虑到人均GDP 数据比总GDP 数据更能反映经济发展水平，并为剔除物价因素和人口因素的影响，本文采用了实际人均GDP的环比增长率( G) 作为衡量经济增长的指标。实际人均GDP 是通过重庆市GDP缩减指数( 以1978 年为基期) 加以调整得到的。（二）金融发展状况指标。本文选取两个指标来反映金融发展状况: 一是衡量金融规模的金融相关比率指标( FIR)。FIR指某一时点上现存金融资产总额与国民财富之比。通常,人们将其简化为金融资产总额与GDP之比。限于数据的可获得性, 本文的金融资产总额包括金融机构各项存款余额、贷款余额、国家债券发行额和企业债券发行额。二是反映金融结构的指标( BANK) , 即金融机构贷款余额在金融总资产中的比重, 可以衡量金融中介( 银行系统) 在金融体系中的相对规模和作用。
在分析方法上，为了避免模型出现伪回归现象，本文首先利用ADF 单位根检验检验变量的平稳性，并对非平稳性变量进行处理使之成为平稳时间序列。为进一步检验二者的因果关系，分析金融发展对经济增长的影响程度，本文采用Granger 因果关系检验对数据进行检验和分析。如果各变量均是单整的，我们将对其进行协整检验以确定金融产业成长与经济增长之间的是否存在长期稳定的关系。
本文样本区间为1997—2009年, 所有数据均来源于《重庆统计年鉴》, 除以上说明外 数据未作其他处理。本文应用Eviews5.0对数据进行分析和检验。
三、实证分析
（一） 单位根检验
采用ADF法对对变量G、FIR、BANK进行单位根检验论文网，根据检验结果(表1)可见各序列一阶差分的ADF 检验值均小于5%的显著水平下的临界值，即G、FIR、BANK都是一阶差分平稳的, 即三者都是I(1)，即一阶单整。所以这三个变量具备了协整关系的必要条件，由此可以进行协整分析和因果检验。
表1 变量单位根检验结果
变量
检验类型( C, T, K)
ADF 检验值
临界值
显著水平
G
（c，t，2）
-3.76
-3.93
5%
G
（c，0，2）
-3.83
-3.21
5%
BANK
（c，t，2）
-1.01
-3.88
5%
BANK
（0，0，2）
-2.33
-1.98
5%
FIR
（c，t，2）
-2.43
-3.88
5%
FIR
（0论文网，0，2）
-1.60
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关键词：金融可持续发展；测度；比较
0 引言
从现实来看，自上世纪80年代以来，金融业的动荡与重整成为一个全球性的重要问题。由于我国金融业受到严格监管，对外开放度较低，受到的外部冲击较小，但是制约金融可持续发展的风险和隐患普遍存在。从理论来看，目前理论界对金融可持续发展问题的理论研究较为丰富。但是，对金融可持续发展问题的实证研究仍然偏少。因此，研究金融可持续发展问题具有重大的理论和实践价值。
本文旨在构建金融可持续发展的评价指标体系，对我国四大地区的金融可持续发展相对程度进行测度与比较，并据此提出提升我国金融可持续发展水平的政策建议。
1 金融可持续发展的评价标准
在构建适合我国国情的科学的金融可持续发展的评价指标体系之前，首先需要确立金融可持续发展的评价标准，否则，评价指标体系的涉及便无依据，定量分析亦缺乏规范性。本文从金融可持续发展的理论出发来确定金融可持续发展的评价角度与判定标准，在此基础上来选取合适的单项指标。
根据金融可持续发展理论，金融可持续发展必须兼顾量性金融发展和质性金融发展。金融可持续发展对量性金融发展的基本要求是与经济金融发展水平相适应的金融业规模的扩张，对质性金融发展的基本要求是金融结构的优化、金融效率的提升以及金融外部环境的改善。因此，本文认为全面的金融可持续发展应该包括四个方面：金融规模方面、金融结构方面、金融效率方面以及金融外部环境方面，而且我国区域金融可持续发展的总体水平应该是由这四个方面有机构成。
2 金融可持续发展评价指标的选取
确定了金融可持续发展的评价标准后，也就确定了金融可持续发展评价指标体系的框架结构，接下来就可以选取金融可持续发展四个方面各自的单项指标。
2.1 金融规模方面
根据白钦先（1998），本文选取金融相关比率、金融机构存贷款、金融市场交易额、保险深度、保险密度等五个指标来衡量金融规模的发展程度。
2.2 金融结构方面
根据吴晓求等（2006），本文选择金融市场交易额占金融机构存贷款的比重来衡量金融结构的发展程度。
2.3 金融效率方面
根据李扬（2007），本文采用储蓄率来衡量金融效率的发展程度。
2.4 金融外部环境方面
根据R.La Porta等人（1998），本文采用人均地区生产总值、进出口总额占地区生产总值比重、每万人三种专利授权数量等三个指标来衡量金融外部环境的发展程度。
3 我国各地区金融可持续发展的测度与比较
3.1 测度方法介绍
本文中使用的计算金融可持续发展单项指标的计算方法参考了樊纲等（2006）。下面给出具体的计算公式。
为了使各地区的指数指数可以同以前年份相比，从而反映金融可可持续发展的进展情况，本文设定2000年为基期，对于各年份的单项指数得分的计算，具体公式如下（适用于正向指标）：
第i个指标年得分
其中脚标（t）代表所计算的年份，脚标（0）表示基期年份。
对于各年份负向指标的计算，具体公式如下：
第i个指标t年得分
形成金融可持续发展各单项指数为各方面指数和总指数提供了基础。而形成方面指数和总指数的关键在于如何为各单项指数选取权重。本文采用算术平均法来确定各单项指数在方面指数中的权重，用这些权重来相加得到方面指数；并用相同的方法确定金融可持续发展各方面指数在总指数中的权重，以合成总指数。
3.2 研究结果分析
3.2.1 总体进展比较
金融可持续发展的总体进展上，从2010年与2000年总体评分的变化幅度来看，四大区域的总体评分都有显著提高，变化幅度由高到低分别是：东部、中部、西部、东北。从各年间四大区域间总体评分差距来看，东部与其它三大区域总体评分的差距有扩大，说明东部地区与其它地区金融可持续发展进展差距越来越大，发展不平衡性更加显著。
3.2.2 四个方面进展比较
我国四大区域金融可持续发展四个方面的进展上，金融规模方面，四大区域的评分都稳步上升，总体上在所有年份呈一种梯度：东部最高，东北第二、中部第三，西部最后，说明金融规模方面的进展也呈东最好、东北第二、中部第三和西部最后的态势；金融结构方面，四大区域的2010年比2000年评分增幅较小，各年间起伏较大，东部地区虽然在所有年份均要高于其它地区但差距较小，说明四大区域在金融结构方面进展较小，而且不够稳定，东部地区的优势不明显，四大区域呈现一种低水平的平衡格局；金融效率方面，四大区域的2010年与2000年评分增幅较小，各年间有所起伏，东中西由高到低呈一种梯度，东北地区评分波动最大，在2007年以前要高于东部地区，之后低于东部，但四大区域差距较小，说明四大区域在金融效率方面进展较小，而且不够稳定，尤其是东北地区起伏最大，差距较小，呈现一种低水平的平衡格局；金融外部环境方面，四大区域的评分都稳步上升，总体上在所有年份呈一种梯度：东部最高、东北第二、中部第三、西部最后，说明金融规模方面也呈东部最好、东北第二、中部第三，西部最后的态势。
4 提升我国金融可持续发展水平的政策建议
根据实证研究的结果，在金融结构和金融效率两方面有待加强，因此从这两方面提出政策建议。
4.1 优化金融结构
大力发展资本市场， 使其成为中国金融体系中最有活力的核心， 发挥其对现代经济体系的杠杆推动作用；大力发展创新银行业务，通过提供收取费用的金融产品或服务扩大银行利润；
4.2 提升金融效率
强化金融机构内部管理，提供金融机构素质，金融效率的提高，其基础作用的是金融机构的高效率；加强金融监管，改善金融调控方式，加强金融监管，积极创造条件，逐步实现与国际接轨。
参考文献：
[1] La Porta， R.， Lopez-de-Silanes， F.， Shleifer， A.， Vishny， R
.1998.Law and finance[J]. Journal of Political Economy 106， 1113-1155.
[2] 白钦先.再论金融可持续发展[J].中国金融，1998（7）：19-20.
[3] 樊纲，王小鲁，朱恒鹏.中国市场化指数——各省区市场化相对进程2006年度报告[M].北京：经济科学出版社，2006.
[4] 李扬，王国刚，刘煜辉.中国地区金融生态环境评价（2006-200
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关键词：甘肃；金融发展；经济增长
中图分类号：F127文献标志码：A文章编号：1673-291X（2011）12-0130-04
一、文献综述
现代金融发展理论的主流观点认为，金融对经济发展的影响显著且意义重大。20世纪60年代，雷蒙德・W.戈德史密斯（Raymond W.Goldsmith，1969）对这方面做了开创性的研究，他在金融系统规模与金融服务供给和服务质量正相关的假定下，用金融中介资产与国民财富的比值表示金融发展水平，应用35个国家1960―1963年的数据进行实证研究表明：金融发展和经济增长存在很强的平行关系，在数据比较充分的发达国家，金融发展平均速度的增长时期同时伴随着经济的快速增长。罗伯特・G.金和罗斯・列文（Robert G.King and Ross Levine，1993）针对戈德史密斯研究的不足，研究了77个国家1960―1989年的数据，发现金融发展与经济增长存在统计意义上的显著的正相关关系，即拥有发达金融系统的国家经济增长较快，反之，经济增长较快的国家金融系统通常也较为发达。
20 世纪70年代，麦金农和肖（Mckinnon and Shaw，1973）以发展中国家的金融问题为研究对象，提出了金融深化理论和金融抑制理论，认为在发展中国家存在着严重的金融约束和金融压抑现象。这既削弱了金融体系聚集金融资源的能力，又使金融体系发展陷入停滞甚至倒退的局面。他们认为，发展中国家之所以资金短缺，并不是因为缺乏能用于积累的资金，而是因为金融抑制造成了融资渠道堵塞和资金成本的扭曲，在金融深化的条件下，发展中国家经济建设资金不足的问题可以缓解。金融深化理论和金融抑制理论突出了金融因素在经济发展中的作用，为发展中国家制定货币金融政策，推行金融改革提供了理论依据。
国内在对金融发展和经济增长关系问题理论这方面的研究起步相对较晚，在借鉴国外既有相关理论和方法的基础上，国内学者也进行了大量的实证研究。谈儒勇（1999）采用1993―1998年相关数据，运用普通最小二乘法（OLS）对中国金融发展与经济增长关系进行了实证检验，结果表明，金融中介发展和经济增长之间有显著的正相关关系，股票市场发展和经济增长之间存在不显著的负相关关系，金融中介发展和股票市场发展之间有显著的正相关关系。单俏颖（2003）应用协整和格兰杰因果检验等计量方法，分析中国金融发展和经济增长的关系，结果表明，中国在现阶段金融发展与经济增长之间的关系表现为经济增长带动金融发展。
近些年，有关区域金融和经济发展的研究在国内成为研究热点。周立、王子明（2002）采用1978―2002年的数据，对中国各地区（省区层面）金融发展与经济增长关系进行了实证分析，发现各地区金融发展与经济增长密切相关，金融发展差距可以部分解释各地区经济增长差距。王景武（2005）通过研究发现，区域金融发展与经济增长关系之间存在密切关系，东部存在正向因果关系，而西部则为互相抑制。岑树田（2008）选取了1978―2006年的相关数据，对广西金融发展与经济增长的关系进行了实证研究，得出了金融发展与经济增长之间具有紧密关系，广西的金融发展能有效地促进经济增长但广西的经济增长促进金融发展的效应并不明显的结论。鉴于理论界对西部欠发达地区金融与经济的关系方面研究较少，本研究以甘肃省为例，选取1994―2008年的数据，对欠发达地区的金融对经济发展的影响进行实证研究并得出结论，以期为政府制定经济政策提供具有现实意义的决策参考。
二、实证分析
（一）衡量指标
1.金融发展指标。由于国内外大部分研究通常都采用戈德史密斯（1969）提出的金融相关比率（FIR）作为衡量金融发展的指标。为了解释甘肃金融发展对经济增长的影响，本文亦采用FIR作为金融发展程度的指标，根据戈德史密斯提出的FIR计算方法，即FIR等于某一时点上现存金融资产总量与国民财富的比值。考虑到本地区经济体所能吸纳的金融资产的能力和数据的可获得性，本文采用（存款+贷款+保费收入+股票市场筹资额）/GDP作为反映金融发展的FIR指标。
2.经济增长指标。根据现有研究结果，认为最能充分反映一个地区的经济发展水平的指标就是GDP，因此选取甘肃GDP环比增长率为衡量经济增长指标，具体为本年度GDP与上年度GDP之比，记为GDPR。
（二）样本数据来源及指标特征描述
1.样本数据来源。样本数据来源于《甘肃年鉴》各期、《中国金融统计年鉴》各期、《新中国五十五年统计资料汇编》和甘肃统计信息网，考虑到数据的可得性和统计口径的一致性，选取了1994―2008年相关数据，并按上述定义计算出FIR和GDPR作为分析的两个变量，为减少异方差对回归带来的不利影响，分别对FIR和GDPR取对数（见表1）：
2.指标特征描述。在实证分析前，先对金融发展指标和经济增长指标的变动趋势特征作一个直观的比较（见图1）：
从上页图1可以看出，甘肃省金融发展指标FIR与经济增长指标GDPR二者在数值上基本保持不变，接近一条与横轴平行的直线，这表明甘肃省金融发展和经济增长都保持着稳定的发展速度。从短期来看，金融发展指标与经济增长指标在大部分年限里保持此消彼长的相反的变化趋势；从长期来看，两条线几乎平行，说明二者保持着长期相对稳定的变化趋势。
（三）回归分析
1.单位根检验。由于时间序列数据通常都是非平稳的，直接对两个变量进行回归可能引起虚假回归，因此，有必要对金融发展指标FIR和经济增长指标GDPR进行平稳性检验。通常平稳性检验的方法是单位根检验，本文采取ADF检验法。
从表2可以看出，金融发展指标FIR和经济增长指标GDPR的水平序列都是不平稳的，但经过一阶差分后在各显著水平下都通过了检验，序列平稳，两个变量均为一阶单整，因此符合进行下一步协整检验的前提条件。
2.协整检验。在ADF检验的基础上，对金融发展指标FIR和经济增长指标GDPR进行协整检验，看两个变量之间是否具有协整关系。根据协整理论，如果一组两个序列满足单整阶数相同且之间存在协整关系，则这两个非平稳序列之间就存在长期稳定的关系，从而有效避免伪回归问题。检验结果（见表3）：
可以看出，在1%的显著水平下没有通过协整检验，在5%和10%的显著水平下通过了协整检验，协整方程为：
lnGDPR = 7.46095331962 - 0.492289021863*lnFIR
这说明金融发展指标FIR和经济增长指标GDPR之间存在长期稳定的负相关关系。这个结果与上文通过指标特征描述得到的结论是一致的。
3.格兰杰因果检验。格兰杰因果检验是考察一对变量之间因果关系时采用的方法。在这里，分别选择滞后1~4期，对甘肃金融发展指标FIR和经济增长指标GDPR进行格兰杰因果检验，检验结果（见表4）：
结果表明，在10%的显著水平下，在滞后1、2和4期的情况下，所有原假设发生的概率均大于0.1，是接受原假设的，即金融发展FIR与经济增长GDPR之间不存在因果关系；而在滞后3期的情况下，原假设“金融发展FIR不是经济增长GDPR的原因”发生的概率为0.0997，略小于0.1，可以认为拒绝原假设，即金融发展指标FIR与经济增长指标GDPR之间存在不显著的正向因果关系。
三、结论与讨论
由于经过单位根检验得出金融发展FIR与经济增长GDPR均为一阶单整，两个时间序列为非平稳序列，因此不能用传统的计量经济学建模的结构法进行分析，从而运用了协整检验和格兰杰因果检验等非传统计量方法，对甘肃区域金融发展与区域经济增长的关系进行了实证分析，得出以下结论：
1.甘肃省金融发展与经济增长之间存在长期稳定的关系。根据协整检验结果，在5%的显著水平下，金融发展指标FIR和经济增长指标GDPR之间存在长期稳定的关系。这说明，在研究期内甘肃省金融资产增长与GDP增长保持了相对稳定变化趋势，并且二者保持一种长期稳定的关系。原因可能是：（1）研究期内金融与经济政策平稳，金融政策的制定和执行随着经济增长而变化，始终使经济增长保持一个相对稳定的发展态势。（2）金融发展和经济增长都保持了相对稳定的增长速度（见P131图1），这对二者之间在这一研究期内保持相对稳定的关系提供了可能。
2.甘肃省金融发展与经济增长存在负的相关关系。导致该结果的原因可能是：（1）由于金融资产的运用效率不高造成资金浪费，金融存在“高投入、低产出”的问题。由于近年来投资工具日益增多和民间金融的大范围产生，以及所选取的指标数据如股票筹资额等存在很多问题，如上市公司质量较低、投机性很强，资金被大股东占用而未能投入到经济体中促进自身发展。（2）货币当局逆周期操作，运用货币信贷政策熨平经济波动，在经济处于高涨时期，货币当局通常减少信贷资金供应量来防止经济过热。（3）存贷之间的差额逐年扩大。在FIR指标选取的数据中存贷占有绝大部分比重，而且在欠发达地区，金融业主要以国有商业银行为主，从安全性和盈利性的角度考虑，当上存资金利率高于同期存款利率时，国有商业银行将富裕资金上存至上级行。这实质上是资金的外流，这部分资金并没有回流利用到甘肃的经济体中。
3.甘肃省金融发展与经济增长存在不显著的正向因果关系。通过格兰杰因果关系检验，在10%的显著水平下，分别在1、2和4滞后期的情况下，金融发展指标FIR与经济增长指标GDPR不存在因果关系；只有在滞后3期的情况下，金融发展指标FIR是经济增长指标GDPR的原因，但这种因果关系并不显著，并不能有力说明金融是经济增长的制约因素。
参考文献：
[1]Goldsmith，Raymond W.，1969，Financial Structure and Development ，New Haven，Yale University Press.
[2]King，Robert G.and Levine，Ross，1993，“Finance and Growth： Schumpeter Might Be Right”，the Quarterly Journal of Economics，108，
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[3]Levine，Ross and Zervos，Sara，1998，“Stock Markets，Banks，and Economic Growth”，American Economic Review，88(3)，537-558.
[4]谈儒勇.中国金融发展和经济增长关系的实证研究[J].经济研究，1999，(10)：53-61.
[5]单俏颖.中国金融发展与经济增长关系的实证研究[J].统计与信息论坛，2003，(6)：72-76.
[6]周立.中国地区金融发展与经济增长[M].北京：清华大学出版社，2004.
[7]缪小眉，贺刻奋.区域金融发展与经济增长的实证分析――以宁波为例[J].经济丛刊，2008，(5)：45-48.
[8]岑树田.新时期区域金融发展与经济增长的关系研究――基于广西壮族自治区的实证分析[J].广西金融研究，2008，(9)：45-48.
An Empirical Analysis of the Relationship Between Gansu Financial Development and Economic Growth
FEI He
（School of Economics，Lanzhou University，Lanzhou 730000，China）
大数据金融论文范文4
关键词：金融市场化 经济增长 灰色关联度 协整分析
一、引言
金融市场化是指一个国家的金融部门运行从主要由政府管制转变为由市场力量决定的过程。它对实体经济部门的发展有着重要影响，很可能成为决定实体经济兴衰成败的关键因素。金融市场化和经济增长之间的关系一直是一个充满争议的话题。探究金融市场化和经济发展之间的关系，是人们研究金融市场化理论的一个重要目的。我国自改革开放以来，金融改革在不断进行，金融改革的过程也是金融不断市场化的过程，而且金融市场化的程度在不断地加深。西部地区是典型的“金融高地”地区，而陕西省又是西部的中心省份之一，陕西省的金融市场化程度直接关系着地区的金融业发展。陕西省的金融市场化是否促进了经济增长？金融市场化影响经济增长的传导途径又是怎样的？这些问题对于陕西省金融业的发展以及陕西经济的可持续发展都有重要的理论和现实意义。
近年来，国内外大量学者对金融市场化与经济增长的关系也进行了大量的实证研究，但大多数是对中国整体金融市场化状况的分析，且得出的结论无论是在理论上还是实证上均有在很大差异。少数已有的对中国各地区金融市场化与经济增长二者关系的研究，也未曾独立从陕西省的角度出发去探求这一问题。鉴于此，本文在探讨金融市场化对经济增长影响的作用机理研究基础上，选取2000-2010年陕西省相关数据为样本，尝试运用协整分析与灰色关联度分析结合的方法，对陕西金融市场化与经济增长之间的关系进行实证分析，并在此基础上提出相应的对策建议。这对陕西省地区经济发展和金融改革有一定的理论支撑与政策依据。
二、金融市场化对经济增长影响的作用机理研究
金融市场化之所以重要，是因为金融市场化是一个充分挖掘和发挥金融体系在经济增长中的核心作用的过程。关于金融市场化对经济增长影响的作用，本文分别从不同的角度出发，考察了金融体系在资金聚集、分散风险、公司治理等各方面的功能。
（一）资金聚集功能
在资金聚集的功能上，金融体系通过提供各种金融产品，达到变小钱为大钱的效果。在这个资金的聚集和转移的过程中，资金的供需双方都实现了帕累托改进：资金的盈余方可以将多余的资金以一定的利息回报为条件借给资金短缺方，而资金短缺方可以用借来的资金从事生产和消费，这一交易使得双方的效用都得到了提高。这一过程还有助于资金从生产效率较低的部门流向生产效率较高的部门，实现资源的优化配置，起到了增进整个社会福利的作用。
（二）分散风险功能
由于存在信息不对称，社会经济活动中存在着形形的风险，因此需要金融市场或者金融中介来转移和分散风险。具体来讲，金融体系能够起到分散纵向风险、横向风险和流动性风险的作用。其中，银行、共同基金和证券市场通过运用多样化投资策略来减少横向风险；纵向风险的分散则主要通过金融中介机构来实现，长期存在的金融中介机构能通过投资长期投资来分散某一时期的系统性风险，这种投资在繁荣的时期提供较低的回报，但在衰退的时期却能够提供相对较高的回报；银行等金融中介机构对流动性的要求小于单个客户对资产的要求，在同一时点需要贴现的客户总是占少数，银行可以通过自己持有的现金满足低流动性项目的资金需求，并且金融市场能够为金融资产提供交易平台，方便金融资产和金融产品之间的转换，这有助于增强流动性，从而消除了流动性风险。
（三） 加强公司治理功能
公司治理是我们理解经济增长和金融体系功能的核心。资金提供者对公司的监管能使资金得到更有效的利用，在股东和债权人的有效监督下，经理人会尽其所能最大化公司价值，而这有效地改善了资源配置，使得生产和创新活动得到更多的资金支持，从而促进了经济增长。因此，公司治理机制的有效性直接影响到公司的表现并进而影响到经济增长的速度。但如果没有相应的金融工具，资金的流动和有效的配置就不能实现。换句话说，由于经理人和股东之间存在信息不对称，企业经理人员拥有信息优势。经理人可能会偏离投资者的目标，或者隐瞒项目的实际收益，从中牟取个人效用的最大化。而金融市场化则为这一难题提供了一种有效的解决方案。
三、金融市场化与陕西经济增长关系实证分析
（一）基于协整方法的实证分析
通过上述的理论分析，我们知道金融市场化对于经济增长有着重要的影响。下面我们对金融市场化对经济增长的影响进行实证分析，以探讨金融市场化是否是新的经济增长来源。以往学者在实证研究中普遍认为资本与劳动力是经济增长的主要来源。因此在数据选取中，我们取经济增长变量GDP与固定资产投资变量K、就业人数变量L以及金融市场化变量F三个变量进行分析。其中金融市场化变量F是根据由中国经济改革研究基金会国民经济研究所的学者樊纲、王小鲁以及张立文编写出版的中国各地区市场化进程相对指数报告获得陕西省金融市场化指数2000-2009年，关于2010年指数是由我们根据樊纲等（2011）所构建中国各省区市场化指数的方法进行计算而得。考虑到变量数据的连续性和有效性，本文选取2000年到2010年作为研究时间。为了方便数据之间的比较，文中变量均以2000年为基期。本文研究数据均来源于《中国统计年鉴》、《陕西统计年鉴》及陕西统计信息网各年度报表。由于多数变量有随时间变化的趋势，可能变量与变量之间高度自相关，因此，本文在计量经济模型时选用对数模型。因此本文建立以GDP为因变量，为自变量的多元线性回归方程为Ln（GDP）=a+bLn（K）+cLn（L）+dLn（F）+ e （其中a、b、c、d为系数，e为随机误差项）
1.单位根检验
在进行模型回归之前，根据计量经济学方法，如果要对时间序列变量进行回归分析，首先必须保证各时间序列的平稳性，如果时间序列的统计特征随时间趋势变化，即非平稳，则可能存在“伪回归”，对计量回归分析的有效性产生极大的影响。因此首先要对各时间序列进行单位根检验，即平稳性检验。
本文通过计量软件Eviews6.0，分别对L、Y与P三个时间序列变量进行单位根检验，得到相关的统计量结果如表1所示：
表1 单位根检验结果
由表4-5可见，K、L、F与GDP均满足一阶平稳条件，故可以进行下一步协整关系检验。
2.协整检验
在协整关系检验中，Johansen协整检验更有方便分析多变量之间的协整关系。我们参考Johansen（1988，1991） 和Johansen & Juseliu（1990） 提出的基于VAR方法的协整系统检验，分析GDP与K、L、F之间是否存在协整关系。变量K、L、F和GDP进行Johansen多变量的协整检验结果如表2所示：
表2 多变量（K、L与F）Johansen协整检验结果
注：*表示在显著性水平为5%的情况下拒绝原假设
根据表3协整关系检验结果我们可以得到：变量K、L、F和GDP存在协整方程。
3.最小二乘法回归分析
为了进一步验证协整检验结果，本文利用Ln（GDP）=a+bLn（K）+cLn（L）+dLn（F）+ e 进行最小二乘法回归分析，结果如表4所示：
表4 回归结果分析
R2 =0.963 修正R2 =0.955 DW=1.635 Prob（F-statistic）= 0.0000
注：*表示在显著性水平为10%的情况下拒绝原假设
从上表中我们可以得出最后的回归方程为：
Ln（GDP）=0. 618ln（K） +0.895Ln（F）+1.583
从回归方程可以看出金融市场化程度与陕西经济增长之间存在正的相关性，且相关性显著，金融市场化程度每提升一个单位，经济增长总量就会增加0. 895个单位，充分说明了金融市场化对陕西经济增长具有正的推动作用。而且我们可以发现：在影响陕西经济增长的因素中，金融市场化对于经济增长的贡献最大，因此金融市场化是陕西省经济增长的一个重要原因。
（二）基于灰色关联度的实证分析
运用灰色关联度的分析方法是运用灰色系统理论的思想，根据序列曲线的走势和形状的相似度来判断序列之间的关系。序列曲线之间走势和形状的相似度越高，关联度也就越大，反之则关联度越小。本文运用灰色关联分析来检验金融市场化对陕西省经济增长的影响。计算结果见下表5 ：
表5 相关变量之间灰色关联度结果
本文使用软件为灰色系统理论建模系统3.0。灰色关联度结果如上表6所示，第一列中R1为灰色绝对关联相关系数，R2为灰色相对关联相关系数，R3为灰色综合关联相关系数（其中本文采用=0.5）。不论是从灰色绝对关联相关系数角度、灰色相对关联相关系数角度还是从灰色综合关联相关系数角度来衡量，影响陕西经济增长因素排名顺序都为金融市场化、资本因素与劳动力因素。这也在一定程度上印证了协整分析的结果。
四、结论建议
本文运用时间序列，选择衡量陕西省经济增长量作为被解释变量，以社会固定资本投资、就业人员和金融市场化变量作为解释变量建立等式关系。为了验证金融市场化与陕西省经济增长之间的关系，本文采用复杂经济科学前沿方法灰色关联度和协整分析相结合的方法进行实证分析，结果发现：（1）金融市场化程度与陕西经济增长之间存在正的相关性，且相关性显著，金融市场化程度每提升1%，经济增长总量就会增加0. 895%。（2）影响陕西省经济增长的因素主要是金融市场化程度以及资本投入变量，其中金融市场化对陕西省经济增长影响最大。
由此，我们建议，在推进金融市场化改革的进程中，一方面要提高在陕国有商业银行的经营效率，提高金融资产的质量，发展多元化的金融体系，使金融市场不断走向成熟和规范；另一方面要发展资本市场，提高陕西省企业融资结构中直接融资的比重，加大金融中介对中小企业尤其是民营企业的支持。
参考文献：
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[关键词]金融发展规模；金融发展效率；城乡收入差距；经济增长；索罗模型
金融是现代经济社会的核心，经济金融化已经成为各国经济发展的一种必然趋势。我国自1992年金融改革以来，金融发展进入了新的阶段，金融总量规模占GDP的比例呈逐年上升态势，金融资产总额也由1978年的1070亿元增长到了2009年的5389031亿元。同期我国地区间的贫富差异问题也日趋严峻，我国的基尼系数，在最近的几十年里不断的上升，并在1994年超过了国际上公认的警戒线0.4，目前已经超过了0.5的水平，城乡收入差距也由1978年的2.55增长到了2009年的3.68。上世纪90年代以来，越来越多的经济学家对金融发展与经济增长的关系进行了研究。本文以经济增长为中间传导机制，在所罗模型与内生增长理论中对两者关系进行了理论分析，并以此为基础，利用1992～2009年的数据对该理论结果进行了实证检验，得到相关结论。
一、金融发展对贫富差异作用的理论分析
1.金融影响收入分配的理论分析。从长期来看，金融发展能够在促进经济增长的同时带来收入差距的缩小(江春和杜颖奎，2006)。在一国金融部门发展的初级阶段，由于金融市场发育不完善，以及不同收入群体获得金融支持的能力不同，金融发展可能会首先导致收入差距的扩大。相对于一般的产品市场，金融市场的逆向选择和道德风险问题比较严重。在金融部门发展初期，为防范风险，金融部门通常采取抵押形式发放贷款。低收入者能提供的可抵押品很少，获得的金融支持就弱；高收入者可抵押的资产较多，依靠金融手段增收的能力较强。此时，金融的发展就意味着富人得到了相对更多的金融支持，贫富差距随之扩大。金融发展的初级阶段并不能给全体居民提供足够的金融投资渠道，只有富人从中受益。当金融市场发展较为充分以后，大部分社会成员可以参与金融投资、分享收益，从而在一定程度上遏制收入差距的扩大(江春和杜颖奎，2006)。
2.经济增长在两者中的传导作用。金融发展可以促进经济增长，这已为国内外许多学者的理论和实证研究所证实(韩廷春，2001；卢峰和姚洋，2004)。经济的增长是有助于贫困减缓，金融发展对收入分配的影响可以分为两个阶段：首先是金融发展影响经济增长，其次是经济增长影响收入分配。大量的实证分析和研究(林毅夫和刘明兴，2003；王小鲁和樊纲，2005)都表明，在经济发展到一定阶段，经济的增长确实有助于缩小收入差距，金融发展正是通过促进经济增长从而能够减缓贫困。
根据上述分析得出以下理论假设：金融发展与城乡收入差距存在负相关关系。金融的发展可以分为金融发展规模的扩大与金融发展效率的提高，在接下来的实证研究中，会将金融发展规模与金融发展效率作为金融发展的指标，对该理论假设进行实证检验。
二、金融发展对贫富差异作用的实证分析
1.变量选择与数据来源
综合国内外相关的理论研究，以及考虑到我国统计数据的可获得性，本文选取四个指标进入计量方程：(1)收入差距指标(INE)：城乡收入差距。本文使用城乡收入差距作为综合收入差距的变量，即城乡收入差距=城市实际人均可支配收入／农村实际人均纯收入×100，根据世界银行(wordbank，1997)的报告，当年的城乡收入差距可以解释中国当年总体收入差距的一半以上，城乡收入差距的变动则可以解释1984～1995年间总体收入差距变动量的75％，所以选取城乡收入差距作为代替变量是合适的。为消除通货膨胀的影响，城市实际人均可支配收入用城市人均可支配收入除以城市居民消费价格指数，农村实际人均纯收入用农村人均纯收入除以农村居民消费价格指数。(2)金融相关比率(FIR)：金融总资产与GDP的比值。本文从金融资产流动性角度出发，将金融总资产定义为M2、有价债券和股票市值的加总。M2可以直接从《CCER宏观经济研究数据库》提取，而有价债券和股票市值的数据则从中国人民银行网站上韵各年《中国金融年鉴》中整理得到。(3)金融发展效率(FE)：金融机构存款与贷款的比值。对于金融发展效率指标，本文遵循王志强和孙刚(2003)的想法，可以用存款与贷款的比值来衡量金融中介将储蓄转化为投资的效率，这一做法，即FE=金融机构存款余额／金融机构贷款余额。(4)人均国内生产总值指标(LNRGDP)。为了克服异方差，本文采用了RGDP的自然对数形式，人均实际GDP的数据来自《CC职宏观经济研究数据库》。
2.理论模型的设定与回归结果分析
本文采取最简单的一元回归模型：其中INEt、FIRt、FEt、LNRGDPt分别表示城乡收入差距、金融相关比率、金融发展效率、实际国内生产总值取对数，βO为截距项，gt是随机干扰项。为验证理论结果，本文采取1978～2006年的数据运用最小二乘估计法在Eviews5.1计量软件中进行了实证分析。
由于是时间序列数据，本文进行了序列相关性检验，检验结果得出的D-W值分别1.125，这表示在残差项中存在正的序列相关，为保证最小二乘估计的有效性，本文对估计进行了自相关修正。使用1992～2009年的数据所估计的结果，衡量金融发展指标的回归系数也都通过了t和F检验，方程的拟合优度也较高，金融相关比率和金融发展效率与收入差距均存在正相关关系，金融发展程度越快，城乡收入差距也会上升，这与之前的理论分析恰好相反。经济增长指标(LNRGDP)在这一阶段同样在1％的显著性水平上通过了检验，但是在这一阶段，经济的增长带来了收入差距的缓解，即两者间存在着负相关关系。在1992～2009年的数据中，FIR的显著性水平只有10％，修正后的t统计量为最小。为此，剔除金融相关比率(FIR)，重新回归结果。从中可以发现，进行自相关修正前，在1992---2009年期间，衡量金融发展的指标在统计上均通过了显著性检验，且在5％的显著性水平上通过了F检验，模型的拟合优度则较高。回归结果显示：在前一阶段，金融相关比率(FIR)与城乡收入差距的关系显著为负，在后一阶段，金融发展效率(FE)与收入差距的关系显著为正。自相关修正后，修正模型的拟合程度较好，F检验通过，所有回归系数也都通过了1％水平下的显著性检验，在1％的显著水平下，金融发展效率指标(FE)与人均国内生产总值指标(LNRGDP)拉大了城乡收入差距。
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随着现代经济不断发展，时代不断进步，社会中的金融交易形式日益复杂，金融领域日益发展成熟，金融体系逐渐确立，其中融入了很多数学方法，这些数学方法对金融体系的确立有重要影响，数学方法的使用引导人们探索到金融领域的更多可能性，应用数学方法产生了很多典型的金融理论。
二、在金融领域应用数学方法的必要性
1.金融研究对象具有可计量性
金融领域的研究重在研究金融活动中各种各样的数量关系，因此我们可以知道金融领域的研究对象是具有可计量性的。在金融领域中各种各样的金融活动都有量的规定，质的指标，所以在金融领域中应用数学是合理且能有效帮助金融领域体系构建的。在金融领域的活动中存在庞大的数据，比如证券交易额，期货买进卖出等，每一笔资金流动都是一个数据。这些数据就是金融行业构建的基础。在我们在构建金融体系，确立金融理论时，就是要对这些数据进行搜集、整理，通过数学方法对其进行分析，从而可以得出一个更精确的理论成果。
2.数学具有高精度和严密逻辑
数学学科本身是一个抽象的学科，同时又具有高度的精确性和十分严密的逻辑思维。金融本身也是一个抽象的概念，是数字的集合，所以数学在金融领域的应用是十分合理的。
金融领域的各种数量关系错综复杂，数学在这样的关系中可以很好的描述各种数量关系，并且在金融领域中延展其严密的逻辑性，对金融理论进行科学分析推理，使金融领域中的逻辑关系可以通过数学直观的展现出来。
三、在金融领域应用数学方法的局限性
数学方法在金融领域的应用也是具有一定局限性的，主要体现在一下两个方面：
1.非经济因素影响
金融领域是一个复杂的行业，不仅仅包含单纯的数量关系，金钱往来等可以被量化的内容，同时也包含了很多政治、心理、文化等人文因素在其中。这些非经济因素的存在，就决定了数学在金融领域的应用是存在局限性的。在金融领域中如果在一个理论建立中掺杂进了政治影响因素、人文社科因素、或者参与者的心理因素，就会使数学对其评估的精准度下降。因为数学在金融领域的应用是有条件的、相对的，并不是绝对的。也就是因此，我们会发现数学方法在金融领域的应用也会有计算不到的意外，比如次贷危机爆发就是很好的例证。
2.数学方法应用目的不明确
在金融领域中应用数学方法的目的在于更好的解决金融问题，完善金融理论，但在应用中也要意识到数学自身的局限性，在应用过程中找准应用数学方法的目的，不能盲目的使用数学方法。
因为数学自身是一种语言，其相较于其他语言的优势就是能够将某些内容以更简洁精炼的方式表达出来，但也有很多事物是无法用数学语言表达的。在金融领域中应用数学方法时，我们就要清楚的认识到这一点，在意识到使用数学方法不能让问题更简练，我们就要考虑换一种表达方式，而不是一味的使用数学方法，这样不但不能有效解决问题，甚至会误入歧途。
四、数学方法在金融领域的应用典型
1.资产估价理论
资产估价理论是数学方法在金融领域的一个应用典型。资金是具有时间价值的，不同时间节点的现金流是无法直接进行比较的。针对这一问题，美国经济学家欧文?费雪提出了资产的当前价值等于未来现金流量贴现值之和的观点。这一观点为资产估价理论奠定了基础，通过数学方法进行了计算，通过数学公式的形式进行了表达。
2.证券投资组合理论
金融领域的发展是存在很大的不?_定性的。人们在金融市场中进行金融交易是，其收益与投资在时间上是存在一定的滞后性的。正是这种滞后性给金融市场的未来走向带了很大的不确定性，在这种不确定情况下，投资者要承担一定的投资风险，其收益可能超过预期，也可能存在亏损的现象。
这个风险程度就是实际收益与预期收益的偏移程度，在金融领域人们通过数学方法对这一偏离程度进行研究。在金融理论中股票的未来价格被看做一个随机变量，因为不同时期股票价格无法比较，所以人们就将价格的序列通过一定方式转化成可以比较的收益序列，这样更有利于用数学方法进行处理。即用方差或标准差这样一个可以无限趋近的值来表现风险程度。
3.期权价值理论
期权价值理论是看涨期权的顶架公式。这个公式最大限度的屏除一切人为因素影响，引导投资者走进风险中性世界。所谓风险中性世界即无风险利率作为投资报酬率。期权价值理论在金融领域中被广泛应用于产品价格制定，也是开发新产品的有效工具。
